LỜI NÓI ĐẦU
Với truyền thống 55 năm phát triển và trưởng thành, đến nay Học viện Tài chính không chỉ là nơi cung cấp nguồn nhân lực chất lượng cao trong lĩnh vực kinh tế, tài chính mà còn là trung tâm nghiên cứu khoa học, cung cấp nhiều giải pháp ứng dụng, sáng tạo.
Hội thi “Olympic Kinh tế lượng và Ứng dụng” do Trung ương Hội sinh viên và Học viện Tài chính tổ chức nhằm ứng dụng các mô hình toán học, mô hình kinh tế lượng, các phần mềm tin học để giải quyết các bài toán kinh tế xã hội là một trong những hoạt động thường niên, góp phần nâng cao chất lượng nghiên cứu khoa học sinh viên trong các nhà trường.
Hội thi năm nay thu hút 83 đề tài của 267 lượt sinh viên đến từ 21 trường Đại học và Học viện trên toàn quốc. Ban giám khảo đã chọn ra được 5 đề tài đạt giải nhất, 6 đề tài đạt giải nhì, 8 đề tài đạt giải ba và 46 đề tài đạt giải khuyến khích.
Ban tổ chức xin trân trọng giới thiệu đến độc giả cuốn Kỷ yếu Hội thi Khoa học sinh viên toàn quốc “Olympic Kinh tế lượng và Ứng dụng” lần thứ III, năm 2018 bao gồm các tóm tắt của 59 các đề tài tham gia Hội thi.
Chúng tôi hy vọng rằng các nhà trường, các bạn sinh viên, các nhà khoa học và các doanh nghiệp sẽ tiếp tục ủng hộ, đồng hành cùng chúng tôi trong các Hội thi tiếp theo.
ĐỒNG TRƯỞNG BAN TỔ CHỨC
PGS.,TS Nguyễn Trọng Cơ (Giám đốc Học viện Tài chính)
MỤC LỤC
CÁC NHÂN TỔ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH KHỞI NGHIỆP CỦA SINH VIÊN TẠI CÁC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH ĐỒNG NAI ... 4 LỢI SUẤT BẤT THƯỜNG TỪ NHÓM CỔ PHIẾU RỦI RO THẤP ... 17 KIỂM ĐỊNH THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ DẠNG BÁN MẠNH TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM THÔNG QUA SỰ KIỆN MUA LẠI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN HOSE ... 30 ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU LÊN HÀNH VI NGỤY TẠO LỢI NHUẬN CỦA DOANH NGHIỆP ... 44 TÁC ĐỘNG CỦA TIÊU CHUẨN THỰC HÀNH NÔNG NGHIỆP TỐT (VIETGAP) LÊN LỰA CHỌN RAU AN TOÀNCỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ... 54 NGHIÊN CỨU SỰ HÀI LÒNG CỦA DU KHÁCH QUỐC TẾ ĐỐI VỚI DỊCH VỤ KHÁCH SẠN TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH... 68 TÁC ĐỘNG CỦA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ CẤU TRÚC SỞ HỮU TỚI HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ... 83 NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA DU KHÁCH QUỐC TẾ ĐỐI VỚI ẨM THỰC ĐƯỜNG PHỐ TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ... 98 SỰ HÀI LÒNG TRONG CÔNG VIỆC, LÒNG TRUNG THÀNH VÀ MỨC ĐỘ GẮN KẾT ĐỐI VỚI TỔ CHỨC CỦA NHÂN VIÊN THẾ HỆ MILLENNIALS (ĐỘ TUỔI 20 – 34) TRÊN ĐỊA BÀN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ... 110 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH SỬ DỤNG NGÂN HÀNG SỐ TIMO CỦA KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH... 124 ĐO LƯỜNG HIỆU ỨNG LAN TỎA ĐỘ BIẾN ĐỘNG GIỮA CÁC THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN PHÁT TRIỂN VÀ CÁC THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN ĐANG PHÁT TRIỂN . 137 PHÁT HUY VÀI TRÒ CỦA TỔ CHỨC CÔNG ĐOÀN TRONG VIỆC THÚC ĐẨY THỰC HIỆN TRÁCH NHIỆM XÃ HỘI CỦA DOANH NGHIỆP XUẤT KHẨU VIỆT NAM ... 153 MỐI QUAN HỆ GIỮA TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VÀ ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI TẠI CÁC TỈNH CỦA VIỆT NAM ... 161 ẢNH HƯỞNG CỦA VIỆC PHÁT TRIỂN NGÀNH LOGISTICS ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM ... 173 ỨNG DỤNG MÔ HÌNH CHUỖI THỜI GIAN SARIMA VÀ MẠNG THẦN KINH NHÂN TẠO ANN DỰ BÁO LƯỢNG KHÁCH QUỐC TẾ ĐẾN VIỆT NAM ... 193
IMPROVING START-UP PERFORMANCE THROUGH BUSINESS MODEL
INNOVATION: A CASE OF START-UP FIRMS IN BA RIA - VUNG TAU PROVINCE .. 206 BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ: TIẾP CẬN BẰNG GMM TẠI CÁC NƯỚC MỚI NỔI TRONG GIAI ĐOẠN 2001 – 2015 ... 216 TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG THƯƠNG MẠI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG DOANH THU VÀ TIẾP CẬN TÍN DỤNG NGÂN HÀNG–NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM ... 227 MỐI QUAN HỆ GIỮA VỐN TỔ CHỨC VÀ VÒNG ĐỜI DOANH NGHIỆP: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM. ... 233 ẢNH HƯỞNG CỦA TÍNH THANH KHOẢN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN ĐẾN BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP VÀ MỨC ĐỘ GIÀU NGHÈO ... 246 VAI TRÒ CỦA SỰ ĐỔI MỚI ĐẾN NĂNG SUẤT CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VIỆT NAM ... 265 TOÀN CẦU HÓA TÀI CHÍNH, HỘI NHẬP TÀI CHÍNH VÀ VAI TRÒ QUẢN LÝ CỦA CHÍNH PHỦ ĐỐI VỚI CÁC NỀN KINH TẾ MỚI NỔI ... 274
HIỆU ỨNG LÂY LAN RỦI RO KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TỪ HOA KỲ ĐẾN CÁC NƯỚC ASEAN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN: CÁCH TIẾP CẬN COPULAS .. 287 MÔ HÌNH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN NỘI DUNG DO DU KHÁCH QUỐC TẾ PHẢN HỒI KHI DU LỊCH TẠI VIỆT NAM ... 303 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIỀM NĂNG NGHIÊN CỨU KHOA HỌC CỦA SINH VIÊN KHỐI NGÀNH KINH TẾ QUẢN LÝ TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH... 314 NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẮM LẶP LẠI CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG VIỆT NAM ĐỐI VỚI MỸ PHẨM HÀN QUỐC: TRƯỜNG HỢP CHO THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ... 326 CHANGES IN VALUE RELEVANCE OF ACCOUTING INFORMATION AND DETERMINANTS OF CHANGES IN VALUE RELEVANCE: EMPIRICAL EVIDENCE FROM VIETNAM ... 338 ẢNH HƯỞNG CỦA NỢ CHÍNH PHỦ LÊN QUYẾT ĐỊNH TÀI TRỢ CỦA DOANH NGHIỆP:
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM... 348 CẤU TRÚC PHỤ THUỘC SUẤT SINH LỜI VÀ MÔ PHỎNG DANH MỤC ĐẦU TƯ CỔ PHIẾU TỐI ƯU THÔNG QUA MÔ HÌNH COPULA-GJR GARCH-EVT-CONDITIONAL VAR: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC NƯỚC ASEAN ... 357 CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ, DÒNG TIỀN VÀ ĐẦU TƯ: NGHIÊN CỨU TRONG DOANH NGHIỆP Ở VIỆT NAM... 373 BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP: THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM ... 384
CÁC NHÂN TỔ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH KHỞI NGHIỆP CỦA SINH VIÊN TẠI CÁC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH ĐỒNG NAI
SV: Lê Hoàng Sơn, Huỳnh Ngọc Bảo Anh,Trịnh Công Minh, Trần Quang Linh, Nguyễn Ngọc Anh Thư
Trường Đại học Ngoại thương Cơ sở II GVHD: PGS, TS Nguyễn Xuân Minh TÓM TẮT
Trong những năm gần đây, cụm từ “khởi nghiệp” nổi lên như một làn sóng, một phong trào được cổ vũ mạnh mẽ trong tầng lớp thanh niên Việt Nam. Không thể phủ nhận rằng khởi nghiệp đã đem lại lợi ích kinh tế to lớn cho các quốc gia đang phát triển như:
giải quyết vấn đề lao động xã hội, đóng góp vào thuế và GDP. Để góp phần thúc đẩy tinh thần khởi nghiệp của giới trẻ tại Việt Nam nói chung và tại Đồng Nai nói riêng, sau khi đi sâu vào khảo sát tình hình thực tế, tác giả chọn đề tài “Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên tại các trường đại học trên địa bàn tỉnh Đồng Nai” để nghiên cứu nhằm đề xuất một số các kiến nghị thực tiễn để chung tay xây dựng phong trào khởi nghiệp mạnh mẽ tại tỉnh Đồng Nai.
Từ khóa: khởi nghiệp, giáo dục khởi nghiệp, ý định khởi nghiệp, giới trẻ.
I. CƠ SỞ LÝ THUYẾT:
1.1. Tổng quan về khởi nghiệp:
Các khái niệm liên quan
Khởi sự doanh nghiệp: Trong nghiên cứu này, khởi nghiệp sẽ được hiểu theo nghĩa hẹp từ tinh thần doanh nhân. Theo đó, khởi nghiệp là việc một cá nhân hay tổ chức tận dụng cơ hội thị trường để tạo dựng một công việc kinh doanh mới.
Các loại hình khởi nghiệp:
- Theo động cơ khởi nghiệp:
+ Khởi nghiệp nắm bắt cơ hội (opportunities driven entrepreneurship);
+ Khởi nghiệp vì cần thiết (necessity driven entrepreneurship);
- Theo đặc điểm:
+ Khởi nghiệp bằng cách thành lập doanh nghiệp;
+ Khởi nghiệp trong công ty (intrapreneurship);
- Theo số người tham gia:
+ Khởi nghiệp bằng cách lập doanh nghiệp theo cá nhân;
+ Khởi nghiệp do một nhóm người cùng tiến hành;
- Theo mục đích:
+ Khởi nghiệp vì lợi nhuận;
+ Khởi nghiệp phi lợi nhuận;
Người khởi nghiệp: theo đề tài này, người khởi nghiệp là những cá nhân đang tạo dựng công việc kinh doanh mới.
Vai trò của khởi nghiệp đối với tăng trưởng kinh tế:
- Khởi nghiệp thúc đẩy truyền bá, khai thác và phát triển tri thức mới đặc biệt ở loại hình khởi nghiệp tận dụng cơ hội;
- Việc gia nhập mới của các doanh nghiệp trong ngành làm gia tăng sự cạnh tranh.;
- Khởi nghiệp tạo ra doanh nghiệp mới có tác động tích cực tới năng suất;
- Thành lập doanh nghiệp tạo ra nhiều việc làm mới.
Cơ sở lý luận về các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp:
Khái niệm về ý định khởi nghiệp: ý định khởi nghiệp mang tính ẩn, người có ý định khởi nghiệp không nhất thiết phải có các dự định, kế hoạch nhưng đây là điều kiện để họ hoạt động xúc tiến kinh doanh sau này.
Các giai đoạn của quá trình khởi nghiệp: gồm 4 giai đoạn:
+ Giai đoạn 1: Giai đoạn tiềm năng khởi nghiệp;
+ Giai đoạn 2: Giai đoạn đầu mới thành lập;
+ Giai đoạn 3: Giai đoạn điều hành doanh nghiệp nhỏ;
+ Giai đoạn 4: Sau khi chấm dứt hoạt động của doanh nghiệp, các chủ doanh nghiệp có thể khởi nghiệp lại hoặc sử dụng kinh nghiệm và nguồn lực của họ tư vấn, hỗ trợ các chủ doanh nghiệp mới khác.
1.2. Mô hình nghiên cứu:
Mô hình lý thuyết hành vi kế hoạch của Ajzen (1991):
Hình 1. Mô hình lý thuyết hành vi có kế hoạch của Ajzen (1991)
(Nguồn: Lý thuyết hành vi có kế hoạch, Ajzen, 1991) Mô hình và giả thuyết nghiên cứu của nhóm tác giả:
Mô hình nghiên cứu:
Hình 2. Mô hình nghiên cứu mở rộng từ mô hình của Ajzen (1991)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)
Giả thuyết nghiên cứu:
Dựa trên nền lý thuyết hành vi kế hoạch, các nghiên cứu xây dựng mô hình đều cho thấy các yếu tố cá nhân có sự tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp. Mô hình Boissin và cộng sự (2009) khi kiểm định đã cho thấy thái độ hướng đến khởi nghiệp làm tăng ý định khởi nghiệp của sinh viên.
H1: Sinh viên có thái độ càng tích cực thì ý định khởi nghiệp càng cao
H2: Gia đình, bạn bè, người thân càng ủng hộ thì ý định khởi nghiệp của sinh viên càng cao.
H3: Sinh viên càng tự tin về khả năng bản thân thì có ý định khởi nghiệp càng cao.
H4: Sinh viên càng tham gia các khóa đào tạo (bao gồm các chương trình giảng dạy, hoạt động ngoại khóa, thực tế và các chương trình thúc đẩy tinh thần doanh nhân) thì có ý định khởi nghiệp càng cao.
H5: Sinh viên càng có những tính cách tích cực thì ý định khởi nghiệp càng cao.
II. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU:
2.1. Quy trình thực hiện nghiên cứu: gồm 4 bước: nghiên cứu tổng quan; nghiên cứu sơ bộ;
nghiên cứu định lượng; kết quả và kiến nghị.
2.2. Xây dựng các biến và thang đo trong mô hình:
Thái độ cá nhân đối với hành vi:
Bảng 1: Thang đo thái độ cá nhân đối với hành vi Ký hiệu Nội dung
TD1 Khi khởi nghiệp tôi được nhiều hơn là mất.
TD2 Trở thành chủ doanh nghiệp là một sự nghiệp thú vị đối với tôi TD3 Nếu tôi có đủ cơ hội và nguồn lực chắc chắn tôi sẽ khởi nghiệp TD4 Trở thành chủ doanh nghiệp làm tôi hài lòng
TD5 Trong những sự lựa chọn nghề nghiệp khác nhau, tôi luôn dành ưu tiên hàng đầu cho khởi nghiệp.
(Nguồn: Entrepreneurship Theory and Practice, Linan & Chen, 2009) Quy chuẩn xã hội chủ quan:
Bảng 2: Thang đo biến quy chuẩn xã hội chủ quan Ký hiệu Nội dung
QC1 Bạn bè của tôi nghĩ rằng tôi nên khởi nghiệp QC2 Gia đình của tôi ủng hộ tôi khởi nghiệp
QC3 Những người quan trọng đối với tôi sẽ ủng hộ quyết định khởi nghiệp của tôi (Nguồn: Entrepreneurship Theory and Practice, Linan & Chen, 2009) Nhận thức và kiểm soát hành vi:
Bảng 3: Thang đo biến nhận thức kiểm soát hành vi Ký hiệu Nội dung
NT1 Để bắt đầu xây dựng và vận hành công ty là một việc dễ dàng đối với tôi NT2 Tôi đã chuẩn bị sẵn sàng để xây dựng doanh nghiệp
NT3 Tôi có thể kiểm soát quá trình hoạt động của doanh nghiệp của mình NT4 Tôi biết chi tiết mọi thứ cần thiết để bắt đầu khởi nghiệp
(Nguồn: Journal of international business studies, Begley T.M & Tan W.L, 2001) Nền tảng giáo dục và đào tạo:
Bảng 4: Thang đo biến nền tảng giáo dục và đào tạo
Ký hiệu Nội dung
GD1 Bạn đã từng tham dự hội thảo về khởi nghiệp
GD2 Bạn là thành viên của các câu lạc bộ sinh viên về kinh doanh và khởi nghiệp GD3 Bạn đã từng nói chuyện/ phỏng vấn các doanh nghiệp
GD4 Quá trình học tại trường giúp bạn có được các kiến thức và kỹ năng làm việc thực tế
(Nguồn: Factors affecting entrepreneurial intention: a role for education, Linan & cs, 2011) Đặc điểm tính cách cá nhân:
Bảng 5: Thang đo biến đặc điểm tính cách cá nhân
Ký hiệu Nội dung
CN1 Tôi là người làm việc chăm chỉ
CN2 Tôi tự tin và có niềm tin vững chắc vào bản thân mình CN3 Tôi muốn thành công
CN4 Tôi là người quyết đoán
CN5 Tôi dám đương đầu với những thử thách và rủi ro CN6 Thất bại không làm tôi chán nản
CN7 Tôi có thể hoạch định kế hoạch tương lai lâu dài của mình
(Nguồn: Student’s attitudes toward entrepreneurship, Venesaar, Kolbre & Piliste, 2006) Biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp:
Bảng 6: Thang đo biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp
Ký hiệu Nội dung
KN1 Tôi đã sẵn sàng để khởi nghiệp
KN2 Mục tiêu của tôi là trở thành một người khởi nghiệp
KN3 Tôi sẽ nỗ lực hết mình để bắt đầu một sự nghiệp cho riêng mình KN4 Tôi đã cân nhắc nghiêm túc về vấn đề khởi nghiệp
KN5 Tôi có dự định sẽ khởi nghiệp vào một ngày nào đó
(Nguồn: Student’s attitudes toward entrepreneurship, Venesaar, Kolbre & Piliste,2006) Xây dựng thang đo:
Bảng 7: Bảng quy đổi giá trị cho thang đo Likert Hoàn toàn không
đồng ý Không đồng ý Bình thường Đồng ý Hoàn toàn đồng ý
1 2 3 4 5
(Nguồn: Tác giả tổng hợp) 2.3. Thu thập và xử lý dữ liệu:
2.4 Phương pháp phân tích số liệu:
Kiểm định thang đo: gồm đánh giá độ tin cậy thang đo và đánh giá giá trị thang đo bằng phân tích EFA;
Kiểm định giả thuyết: gồm phân tích tương quan Pearson và phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Phân tích hồi tương quan Pearson
Hệ số tương quan (r) đo lường mối liên hệ tương quan giữa hai biến số để lượng hóa độ chặt chẽ mối liên hệ tuyến tính giữa các đại lượng. Hệ số tương quan có giá trị từ -1 đến 1. Hệ số tương quan bằng 0 có nghĩa là hai biến số không có liên hệ. Giá trị tuyệt đối của r tiến gần đến 1 khi hai biến có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ. Mặt khác nếu giữa các biến độc lập cũng có tương quan lớn với nhau thì đó cũng là dấu hiện cho việc nhận dạng hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy tuyến tính đang xét.
Phân tích hồi quy tuyến tính bội:
Sau khi phân tích tương quan, tiến hành phân tích hồi quy đa biến để kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu, cũng như xác định cường độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Phương pháp hồi quy được sử dụng là phương pháp bình phương bé nhất thông thường OLS. Hệ số xác định R2 điều chỉnh được dùng để xác định độ phù hợp của mô hình, kiểm định F dùng để khẳng định khả năng mở rộng mô hình áp dụng cho tổng thể cũng như kiểm định t để bác bỏ giả thuyết các hệ số hồi quy của tổng thể bằng 0.
Tác giả chạy hàm hồi quy tuyến tính đa biến như sau:
Phương trình: Y= βo + β1 X1 + β2 X2 + β3 X3 + β4 X4 + β5 X5 + ei Trong đó:
Y là biến phụ thuộc về ý định khởi nghiệp X1: Thái độ cá nhân đối với hành vi X2: Quy chuẩn xã hội chủ quan X3: Nhận thức kiểm soát hành vi X4: Nền tảng giáo dục đào tạo X5: Đặc điểm tính cách cá nhân βk: hệ số hồi quy
ei: sai số của phương trình hồi quy
Các giả định được kiểm định độ đáng tin cậy gồm có liên hệ tuyến tính (dùng biểu đồ phân tán Scatterplot), phân phối chuẩn, phương sai của phần dư không đổi (dùng hệ số tương quan hạng Spearman), tự tương quan (đại lượng thống kê Durbin – Watson), đa cộng tuyến.
III. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1. Phân tích mẫu:
Kết quả thu được 255 phiếu trả lời, trong đó có 125 phiếu trả lời trực tuyến và 130 phiếu trả lời giấy. Sau khi kiểm tra tác giả loại đi 11 phiếu trả lời không hợp lệ vì không đầy đủ những thông tin quan trọng và đối tượng không nằm trong phạm vi khảo sát. Cuối cùng, tác giả chọn dùng 240 phiếu sử dụng đưa vào phân tích dữ liệu. Thống kê các mẫu điều tra được trình bày trong bảng 4.1.
Bảng 8: Thông tin về đối tượng điều tra
STT Thông tin mẫu Số lượng (người) Tỷ lệ
1 Trường
Đại học Đồng Nai 107 44,58%
Đại học Công nghệ Đồng Nai 91 37,92%
Đại học Dân lập Lạc Hồng 25 10,42%
Đại học Lâm nghiệp CS2 17 7,08%
2 Giới tính
Nam 93 38,75%
Nữ 147 61,25%
3 Năm đào tạo
Năm 1 9 3,75%
Năm 2 17 7,09%
Năm 3 41 17,08%
Năm 4 173 72,08%
4 Đã tham gia các chương trình đào tạo về khởi nghiệp 124 51,67%
Chưa từng tham gia các chương trình đào tạo về khởi
nghiệp 116 48,33%
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017 ) 3.2. Kết quả thống kê mô tả biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp:
Kết quả điều tra ở bảng 4.2 cho thấy sinh viên nhìn chung có thái độ khá tích cực về ý định khởi nghiệp, có tới 123 sinh viên (chiếm 51,25%) đồng ý rằng “tôi sẵn sàng để khởi nghiệp”
(KN1). Sinh viên đồng ý nhất về việc sẽ nỗ lực hết sức mình để khởi nghiệp (giá trị trung bình = 3,1125).
Bảng 9: Bảng kết quả thống kê mô tả về ý định khởi nghiệp của sinh viên đại học tại Đồng Nai
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
KN1 240 1.00 5.00 3.0833 1.00695
KN2 240 1.00 5.00 3.1042 1.20041
KN3 240 1.00 5.00 3.1125 1.30651
KN4 240 1.00 5.00 3.0833 1.26480
KN5 240 1.00 5.00 3.0000 1.36606
Valid N (listwise) 240
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Hình 3. Ý định khởi nghiệp của sinh viên trong mẫu điều tra (Đơn vị: người)
0 20 40 60 80 100 120
Sẵn sàng Khởi nghiệp Nỗ lực để Nghiêm túc Cân nhắc về
Hoàn toàn không đồng ý Không đồng ý
Bình thường Đồng ý
Hoàn toàn đồng ý
3.3. Kết quả kiểm định thang đo:
Kết quả kiểm định độ tin cậy thông qua chỉ số Cronbach’s Alpha:
Thang đo biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp - KN có hệ số Cronbach’s Alpha cao = 0,806, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 và chỉ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến thấp hơn giá trị Cronbach’s Alpha của thang đo cho thấy thước đo đảm bảo độ tin cậy.
Biến độc lập “Thái độ cá nhân” có Cronbach’s Alpha tốt, đạt 0,919 (lớn hơn 0,6). Hệ số tương quan biến tổng của tất cả các biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Đồng thời, Cronbach’s Alpha nếu loại biến nhỏ hơn Cronbach’s Alpha tổng, vì thế Cronbach’s Alpha sẽ không cải thiện nếu loại bỏ bất kỳ biến nào. Như vậy, tất cả biến quan sát TD1, TD2, TD3, TD4, TD5 đều được giữ lại trong thang đo.
Biến “Quy chuẩn xã hội chủ quan” có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,862 lớn hơn 0,6, hệ số tương quan biến tổng của các biến đều lớn hơn 0,3, thỏa yêu cầu của điều kiện. Vì thế, tác giả nhận tất cả biến quan sát QC1, QC2, QC3.
Tương tự biến “Nhận thức kiểm soát hành vi” và “Nền tảng giáo dục và đào tạo” có hệ số Cronbach’s Alpha lần lượt là 0,819 và 0,897 (> 0,6) và các hệ số tương quan đều thỏa điều kiện.
Vì thế các biến quan sát NT1, NT2, NT3, NT4, GD1, GD2, GD3, GD4 đều được giữ lại.
Kết quả Cronbach’s Alpha cho thang đo “Đặc điểm tính cách cá nhân – CN” với 7 biến quan sát bằng 0,841 là chấp nhận được. Tuy nhiên, biến CN7 có hệ số tương quan biến tổng không đạt yêu cầu (<0,3) và biến CN6 tuy có hệ số tương quan biến tổng đạt nhưng hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến cao hơn hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo nên tác giả xem xét loại hai biến này ra khỏi thang đo.
Bảng 10: Kiểm định độ tin cậy của thang đo đặc điểm tính cách cá nhân với 7 biến quan sát Cronbach’s Alpha = 0,841
Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
CN1 19,5417 25,814 0,704 0,801
CN2 19,2833 28,447 0,643 0,815
CN3 19,4000 22,283 0,765 0,790
CN4 19,5250 27,087 0,714 0,803
CN5 19,4667 26,468 0,696 0,804
CN6 19,6208 28,772 0,415 0,848
CN7 18,5875 32,436 0,278 0,858
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Như vậy, sau khi phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha mô hình nghiên cứu còn 26 biến quan sát thuộc 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc qua đánh giá đạt yêu cầu để tiếp tục sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA. Kết quả Cronbach’s Alpha cho các thang đo còn lại được tác giả thể hiện trong bảng như sau:
Bảng 11: Kết quả Cronbach’s Alpha của các thang đo
Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Thang đo ý định khởi nghiệp, Cronbach’s Alpha KN = 0,892
KN1 12,3000 19,449 0,693 0,880
KN2 12,2792 17,541 0,759 0,863
KN3 12,2708 16,366 0,808 0,851
KN4 12,3000 16,7211 0,802 0,853
KN5 12,3833 17,392 0,646 0,892
Thang đo thái độ cá nhân, Cronbach’s Alpha TD = 0,919
TD1 12,1167 21,501 0,762 0,910
TD2 12,2333 18,958 0,845 0,890
TD3 12,0875 18,323 0,779 0,906
TD4 12,1000 19,346 0,809 0,897
TD5 12,0792 19,228 0,791 0,901
Thang đo quy chuẩn xã hội, Cronbach’s Alpha QC = 0,862
QC1 6,0625 5,021 0,679 0,858
QC2 6,0542 4,378 0,775 0,771
QC3 5,9500 4,366 0,764 0,781
Thang đo nhận thức hành vi, Cronbach’s Alpha NT = 0,819
NT1 9,2042 7,552 0,614 0,792
NT2 9,0167 8,527 0,722 0,745
NT3 8,7958 8,766 0,615 0,785
NT4 8,8958 7,742 0,648 0,770
Thang đo giáo dục đào tạo, Cronbach’s Alpha GD = 0,897
GD1 9,2458 11,718 0,702 0,891
GD2 9,2583 11,414 0,792 0,865
GD3 9,2458 9,140 0,836 0,843
GD4 9,2375 9,537 0,794 0,860
Thang đo đặc điểm cá nhân, Cronbach’s Alpha CN = 0,841
CN1 19,5417 25,814 0,704 0,801
CN2 19,2833 28,447 0,643 0,815
CN3 19,4000 22,283 0,765 0,790
CN4 19,5250 27,087 0,714 0,803
CN5 19,4667 26,468 0,696 0,804
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA:
21 biến quan sát được phân tích theo phương pháp Principal components với phép quay Varimax. Các biến có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0,5 không đảm bảo được độ hội tụ với các biến còn lại sẽ bị loại bỏ.
Như kết quả Cronbach’s Alpha đã phân tích ở trên, 2 biến CN6 và CN7 được loại khỏi thang đo để đảm bảo độ tin cậy. Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập cho thấy hệ số KMO là 0,862 > 0,5: phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kiểm định Bartlett là 3257,02 với mức ý nghĩa sig =0,000 < 0,05 (bác bỏ giả thuyết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể). Như vậy, dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
Bảng 12. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett cho biến độc lập Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .862 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 3257.023
Df 210
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) 21 biến quan sát có thể rút ra được 5 nhóm nhân tố. Tổng phương sai trích giải thích được khi nhóm nhân tố được rút ra là 74,334% (> 50%), giá trị eigenvalues của nhân tố là 1,499 là đạt yêu cầu (xem phụ lục 4).
Kết quả EFA của thang đo thái độ cá nhân đối với hành vi cho thấy 5 biến đo lường được tải vào một nhân tố và các hệ số tải đều từ 0,781 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra và cho thấy các biến có quan hệ ý nghĩa với nhân tố.
Tiến hành xoay ma trận nhân tố, ta thấy các hệ số tải Factor Loading của ma trận đều lớn hơn 0,5 biểu thị mối quan hệ tương quan giữa biến quan sát với nhân tố ở mức cao. Để quyết định giữ biến hay loại biến trong phân tích nhân tố khám phá EFA, dữ liệu cần thỏa mãn 2 điều kiện sau:
Thỏa mãn giá trị hội tụ: Các biến quan sát hội tụ về cùng một nhân tố.
Đảm bảo giá trị phân biệt: Các biến quan sát thuộc về nhân tố này và phải phân biệt với nhân tố khác.
Kết quả EFA của thang đo đặc điểm tích cách cá nhân cho thấy 5 biến được tải vào một nhân tố có hệ số lần lượt là 0,898; 0,835; 0,791; 0,787; 0,770 cho thấy chúng có quan hệ ý nghĩa với đặc điểm cá nhân. Tương tự với các thang đo nền tảng giáo dục, nhận thức kiểm soát hành vi, thái độ cá nhân đối với hành vi và quy chuẩn xã hội chủ quan đều được tảng vào một nhân tố riêng và có hệ số tải lớn hơn 0,5. Kết luận các biến có quan hệ ý nghĩa với nhân tố (bảng 4.6).
Dựa trên kết quả ma trận xoay, để phục vụ cho việc thực hiện các bước phân tích tiếp theo, tác giả gộp biến TD1, TD2, TD3, TD4, TD5 thành biến đặt tên là F_TD, gộp biến CN1, CN2, CN3, CN4, CN5 thành biến đặt tên là F_CN, gộp biến GD1, GD2, GD3, GD4 thành biến đặt tên là F_GD, gộp biến NT1, NT2, NT3, NT4 thành biến F_NT, gộp biến QC1, QC2, QC3 thành biến đặt tên là F_QC.
Bảng 12: Ma trận nhân tố xoay cho các biến độc lập Component
Ký hiệu
1 2 3 4 5
TD4 .861
F_TD
TD3 .855
TD2 .845
TD1 .818
TD5 .781
CN3 .898
F_CN
CN1 .835
CN4 .791
CN2 .787
CN5 .770
GD3 .878
F_GD
GD2 .878
GD1 .848
GD4 .813
NT2 .859
F_NT
NT1 .819
NT3 .723
NT4 .695
QC2 .852
F_QC
QC1 .831
QC3 .827
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc cho thấy nhân tố được trích tại Eigenvalue = 3,528
>1, KMO lớn hơn 0,6 và giải thích được 70,557% sự biến thiên của dữ liệu.
Kiểm định Bartlett cho thấy Sig. < 5% cho thấy biến đủ điều kiện để phân tích nhân tố bằng kiểm định EFA. (xem chi tiết phụ lục 4)
Bảng 13: Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp
Chỉ số KMO 0,852
Phương sai trích 70,557%
Giá trị Eigenvalues 3,528
Sig. 0,000
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Kêt quả kiểm tra nhân tố khám phá, tất cả các thang đo được chọn đều đảm bảo yêu cầu về giá trị và độ tin cậy để có thể sử dụng trong các phân tích tiếp theo.
3.4. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu:
Kết quả phân tích tương quan Pearson:
Trước khi kiểm định mô hình, kiểm định hệ số tương quan Pearson (ký hiệu r) được sử dụng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc. Giá trị nhân tố được kiểm định là trung bình cộng của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.
Các hệ số tương quan trong bảng 4.8 cho thấy mối quan hệ các biến tương đối hợp lý. Cụ thể, các giá trị tương quan đều lớn hơn 0 và nhỏ hơn 0,8 với mức ý nghĩa 99%; các hệ số đều có dấu dương tức là quan hệ giữa các biến là thuận chiều với nhau, đảm bảo yêu cầu về mặt lý thuyết.
Mối quan hệ giữa các biến phụ thuộc và độc lập đều có ý nghĩa và không có dấu hiệu bất thường.
Các giá trị Sig. đều nhỏ hơn 0,05% ta có thể kết luận là hai biến có tương quan với nhau.
Để đảm bảo điều kiện cần để phần tích hồi quy, ta có thể thấy các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc. Ngoài ra, khi quan sát mối tương quan giữa các cặp biến độc lập không có nghi ngờ về việc xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 14: Bảng kết quả ma trận hệ số tương quan
F_KN F_TD F_QC F_NT F_GD F_CN
F_KN
Pearson Correlation 1 .667** .645** .660** .616** .696**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
F_TD
Pearson Correlation .667** 1 .556** .460** .495** .632**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
F_QC
Pearson Correlation .645** .556** 1 .627** .539** .536**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
F_NT
Pearson Correlation .660** .460** .627** 1 .544** .541**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
F_GD
Pearson Correlation .616** .495** .539** .544** 1 .535**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
F_CN
Pearson Correlation .696** .632** .536** .541** .535** 1
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 240 240 240 240 240 240
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy các nhân tố ảnh tới ý định khởi nghiệp cho thấy giá trị hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình là 0,553. Điều này cho thấy các biến độc lập giải thích được 55,3%
sự biến động của ý định khởi nghiệp, 44,7% còn lại do sự ảnh hưởng của những biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 15: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .750a .563 .553 .68945 1.896
a. Predictors: (Constant), F_CN, F_GD, F_QC, F_TD, F_NT b. Dependent Variable: F_KN
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Các biến độc lập đều có tác động thuận chiều đến sự biến thiên của biến phụ thuộc gồm có thái độ cá nhân đối với hành vi (β = 0,128, Sig.= 0,013), quy chuẩn xã hội chủ quan (β = 0,064, Sig. = 0,203), nhận thức kiểm soát hành vi (β = 0,094, Sig. = 0,058), nền tảng giáo dục và đào tạo (β = 0,127, Sig. = 0,008), đặc điểm tính cách cá nhân (β = 0,603, Sig. = 0,000). Như vậy, mức độ tác động của 5 yếu tố được sắp xếp theo thứ tự giảm dần lần lượt là (1) thái độ cá nhân đối với hành vi, (2) nền tảng giáo dục đào tạo, (3) đặc điểm tính cách cá nhân, (4) nhận thức kiểm soát hành vi, (5) quy chuẩn xã hội chủ quan.
Bảng 16: Kết quả hệ số hồi quy tuyến tính Model Unstandardized
Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1
(Constant
) -.091 .212 -.431 .667
F_TD .121 .048 .128 2.511 .013 .714 1.400
F_QC .063 .050 .064 1.276 .203 .750 1.334
F_NT .105 .055 .094 1.906 .058 .768 1.302
F_GD .124 .046 .127 2.695 .008 .841 1.189
F_CN .612 .047 .603 13.066 .000 .877 1.141 a. Dependent Variable: F_KN
(Nguồn: Kết quả điều tra, SPSS 20.0, 2017) Phương trình hồi quy tuyến tính với biến phụ thuộc về ý định khởi nghiệp của sinh viên tại các trường đại học trên địa bàn tỉnh Đồng Nai như sau:
Y= -0,091 + 0,128 X1 + 0,064 X2 + 0,094 X3 + 0,127 X4 + 0,603 X5
(Ghi chú: Y: Ý định khởi nghiệp; X1: Thái độ cá nhân đối với hành vi; X2: Quy chuẩn xã hội chủ quan; X3: Nhận thức kiểm soát hành vi; X4: Nền tảng giáo dục và đào tạo; X5: Đặc điểm tính cách cá nhân.)
Phương trình hồi quy cho thấy các hệ số β chuẩn hóa lớn hơn không chứng tỏ mối quan hệ thuận chiều giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Từ đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được ủng hộ. Kết quả kiểm định giả thuyết như trình bày trong bảng 4.11.
Bảng 17: Kết quả kiểm định giả thuyết Giả
thuyết Nội dung Kết quả
H1 Sinh viên có thái độ càng tích cực thì ý định khởi nghiệp càng cao Chấp nhận H2 Gia đình, bạn bè, người thân càng ủng hộ thì ý định khởi nghiệp
của sinh viên càng cao.
Chấp nhận H3 Sinh viên càng tự tin về khả năng bản thân thì có ý định khởi
nghiệp càng cao.
Chấp nhận H4 Sinh viên càng tham gia các khóa đào tạo (bao gồm các chương
trình giảng dạy, hoạt động ngoại khóa, thực tế và các chương trình thúc đẩy tinh thần doanh nhân) thì có ý định khởi nghiệp càng cao.
Chấp nhận
H5 Sinh viên càng có những tính cách tích cực thì ý định khởi nghiệp càng cao.
Chấp nhận
(Nguồn: Tác giả tổng hợp, 2017) 3.5. Kiểm tra các kiểm định của hồi quy tuyến tính:
Giả định liên hệ tuyến tính:
Phương pháp biểu đồ Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa ở trục hoành và giá trị dự đoán chuẩn hóa ở trục tung. Kết quả đồ thị, các điểm phân bố của phần dư phân tán ngẫu nhiên không theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán và tập trung xung quanh hoành độ 0, vì vậy giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Giả định phân phối chuẩn của phần dư:
Hai công cụ được sử dụng là biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram và biểu đồ phần dư chuẩn hóa Normal P-P Plot. Biểu đồ Histogram cho thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn 0,989 gần bằng 1. Có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Biểu đồ P-P Plot biểu diễn các điểm quan sát trong phân phối của phần dư tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng. Do đó, giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định về hiện tượng tự tương quan:
Sử dụng đại lượng thống kê Durbin – Watson (bảng 4.9) để kiểm định. Nghiên cứu có số biến độc lập k = 5, n =240, tra bảng Durbin – Watson ta có dL=1,518 và dU= 1,836, giá trị đại lượng Durbin – Watson của mô hình là d = 1,896. Ta thấy dU < d < 4 – dU, như vậy không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
Kiểm định ANOVA:
Giá trị Sig. của kiểm định F là 0,000 < 0,05. Kết luận mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được phù hợp với tổng thể.
Giả định về hiện tượng đa cộng tuyến:
Ở bảng 4.10, hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) của tất cả các biến đều dưới 2. Do vậy ta có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
3.6. Đánh giá các nhân tổ ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên tại các trường đại hoc trên địa bàn tỉnh Đồng Nai.
- Về các nhân tố ảnh hưởng: Nghiên cứu tổng lược được 5 nhân tố có ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp đó là: thái độ cá nhân đối với hành vi, quy chuẩn xã hội chủ quan, nhận thức kiểm soát hành vi, nền tảng giáo dục và đặc điểm tính cách cá nhân. Các nhân tố được xây dựng và phát triển thông qua 23 biến quan sát có ảnh hưởng. Tuy nhiên thông qua các kỹ thuật phân tích, có hai biến không đáng tin cậy vì khi loại bỏ hai biến này độ tin cậy của thang đo được cải thiện đáng kể là CN6 và CN7. Như vậy, nếu không tính 5 biến phụ thuộc thì tập biến quan sát có ý nghĩa để tiến hành phân tích định lượng tiếp theo gồm 21 biến quan sát.
- Về mức độ ảnh hưởng: Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biết mô hình bị chi phối bởi 5 nhân tố và giải thích được 74,33% sự biến thiên của ý định khởi nghiệp. Kết quả kiểm định tương quan cho thấy tầm quan trọng của mỗi yếu tố đến ý định khởi nghiệp là khác nhau. Mô hình với 5 nhân tố nhưng chỉ phản ánh được 74,33% vấn đề nghiên cứu. Vì thế, sẽ còn có những yếu tố khác và biến quan sát khác có thể cũng ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp nhưng chưa được nghiên cứu này bao quát hết trong mô hình do giới hạn về phạm vi và đối tượng khảo sát.
Chính vì vậy, các giải pháp và kiến nghị phải dựa vào kết quả nghiên cứu nhưng cần được điều chỉnh quan thời gian và không gian.
+ Về thái độ cá nhân đối với hành vi:Thái độ tích cực hoặc tiêu cực của cá nhân đối với hành vi là nhân tố tác động lớn nhất đến kết quả dự định khởi nghiệp của sinh viên. Cá nhân nào càng có thái độ tích cực về hoạt động khởi nghiệp thì càng có khả năng khởi nghiệp cao hơn các cá nhân khác. Hệ số chuẩn hóa beta của biến TD là 0,128, cao nhất so với các biến khác.
+ Về quy chuẩn xã hội chủ quan: Kết quả nghiên cứu cho thấy yếu tố về gia đình, xã hội có tuy có tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp nhưng lại có mức độ ảnh hưởng thấp nhất.
+ Về nhận thức kiểm soát hành vi: Nhận thức kiểm soát hành vi cũng là nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp giống như đã được khẳng định ở nhiều nghiên cứu trước. Tuy nhiên, đây là một nhân tố có tác động khá yếu đến ý định khởi nghiệp.
+ Về đặc điểm tính cách cá nhân: Kết quả nghiên cứu cho thấy, đặc điểm cá nhân có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Cụ thể là hệ số beta chuẩn hóa của biến này là 0,603. Trong đó, có tới 33,67% các câu trả lời thiên về đồng ý cho các quan điểm thể hiện các tính cách tích cực. McClelland (1961) đã khẳng định rằng mong muốn thành đạt là yếu tố quyết định chính đến tiềm năng khởi nghiệp cá nhân. Đồng thời, Robinson (1987) cũng cho rằng sự tự tin và thỏa mãn bản thân là yếu tố quyết định. Như vậy, có thể nhận thấy rằng kết quả của nghiên cứu có sự tương đồng với các kết quả đã được công bố trước đó.
+ Về nền tảng giáo dục đào tạo: Đây là một nhân tố có tác động mạnh thứ nhì đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Hiện nay, vẫn còn nhiều tranh cãi về tác động của giáo dục và giảng dạy đến ý định khởi nghiệp của một đối tượng. Giáo dục khởi nghiệp dần được phát hiện là yếu tố tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Thực tế đã kiểm chứng những sinh viên có cơ hội tiếp xúc với nhiều doanh nhân thành công và được lắng nghe chia sẻ, trao đổi kinh nghiệm thực tế từ họ sẽ có khả năng khởi nghiệp cao hơn những sinh viên khác. Bản thân các khóa học còn cung cấp kiến thức lập kế hoạch kinh doanh cho các doanh nghiệp non trẻ và xây dựng niềm tin khởi nghiệp cho sinh viên mạnh dạn khởi nghiệp kinh doanh. Hàm ý của nghiên cứu này chính là kêu gọi các nhà làm chính sách, nhà giáo dục đưa các khóa học về đào tạo khởi nghiệp vào chương trình đào tạo nhằm chuẩn bị hành trang khởi nghiệp cho sinh viên lập thân và quyết tâm làm giàu cho đất nước.
IV. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ:
4.1. Kết quả:
Các kết quả trong nghiên cứu cho thấy, các yếu tố về thái độ cá nhân, quy chuẩn xã hội, nhận thức kiểm soát hành vi, nền tảng giáo dục và đặc điểm tính cách cá nhân đều có tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp kinh doanh của một cá nhân. Kết quả phân tích dữ liệu cũng cho thấy những điểm tương đồng và một số điểm khác biệt với các nghiên cứu khác trên thế giới về các nhân tố tác động đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Cụ thể là:
+ Thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy nền tảng giáo dục có tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp của sinh viên đại học tại Đồng Nai;
+ Thứ hai, kết quả nghiên cứu đã khẳng định sự tác động của các nhân tố về ý kiến mọi người xung quanh có tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp;
+ Thứ ba, thái độ cá nhân có tác động lớn nhất đến ý định khởi nghiệp của sinh viên Đồng Nai.
4.2. Một số kiến nghị:
Đối với Nhà trường: thứ nhất, tổ chức các hoạt động định hướng và nâng cao sự tự tin của sinh viên trong việc tham gia các hoạt động liên quan đến khởi nghiệp và kinh doanh; thứ hai, tăng cường giáo dục tinh thần kinh doanh cho sinh viên;thứ ba, sử dụng phương pháp giảng dạy tiếp cận thực tiễn.
Đối với các cơ quan quản lý vĩ mô: thứ nhất, tăng cường tuyên truyền trong xã hội về các tấm gương doanh nhân tiêu biểu thành đạt; thứ hai, thúc đẩy các hoạt động lập nghiệp trên phạm vi quốc gia và cung cấp hỗ trợ cho các trường đại học.
Mặc dù đạt được các nhiệm vụ nghiên cứu đề ra nhưng do hạn chế về điều kiện nghiên cứu như thời gian, chi phí, kiến thức, khóa luận vẫn còn nhiều điểm cần khắc phục, rất mong nhận được sự đóng góp ý kiến của quý thầy/cô để tác giả có thể hoàn thiện bài nghiên cứu một cách có ý nghĩa nhất có thể.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
[1] Bùi Huỳnh Tuấn Duy và ctv., 2011, Nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố tính cách cá nhân lên tiềm năng khởi nghiệp của sinh viên, Tạp chí phát triển khoa học và công nghệ, Tập 14, Số quý 3 - 2011.
[2] Cao Quốc Việt, Ngô Thị Thanh Tiên, 2016, Tổng quan lý thuyết về ý định khởi nghiệp của sinh viên, Tạp chí Khoa học đại học Mở TP.HCM, số 50.
[3] Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Hoàng Trọng, 2008, Phân tích dữ liệu nghiên cứu SPSS, Nhà xuất bản Hồng Đức.
[4] Đỗ Thị Hoa Liên, 2016, Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp kinh doanh của sinh viên quản trị kinh doanh tại trường đại học Lao động – Xã hội (cơ sở thành phố Hồ Chí Minh), Tạp chí khoa học Yersin.
[5] Giang Thị Cẩm Tiên, Phan Anh Tú, 2015, Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi sự doanh nghiệp: trường hợp sinh viên Khoa Kinh tế và Quản trị kinh doanh Trường Đại Học Cần Thơ, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ.
Tiếng Anh
[13] Ajen, I., 1987, Attitudes, traits and actions: dispositional prediction of behavior in personality and social psychology, Advances in Experimental Social Psychology.
Ajzen, I., 1991, The theory of planned behavior, Orgnizational Behavior and Human Decision Processes.
[14] Aldrich, H. & Zimmer C., 1986, Entrepreneurshio through social networks in Sexton, The art and science of entrepreneurship.
[15] Ali, S., Lu, W. & Wang, W., 2012, Determinants of entrepreneurial intentions among the college students in: China and Pakistan, Journal of Education and Practice.
[16] Amou & Alex, 2014, Theory of Planned Behavior: Contextual Elements, Demographic Factors and Entrepreneurial Intentions of Students Kenya, European Journal of Business and Management, Vol.6, No.15
[17] Autio, Hay M., Keeley, Klofsten, Parker, 2001, Entrepreneurial intention among students in Scandinavia and in the USA, Enterprise and Innovation Management Studies.
LỢI SUẤT BẤT THƯỜNG TỪ NHÓM CỔ PHIẾU RỦI RO THẤP
SV: Lê Phước Đức, Trần Phạm Hưng, Nguyễn Hồng Nam, Trân Thị Khánh Ninh, Nguyễn Đức Phi
Trường Đại học Ngoại thương Cơ sở II GVHD: ThS. Nguyễn Thu Hằng
I. GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1. Lý do chọn đề tài
Năm 2000 được xem là một mốc son của Thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam khi Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM (HOSE) chính thức ra đời và đi vào hoạt động với 2 mã chứng khoán lúc đó là REE và SAM. Tính đến hết năm 2000, có tất cả là 5 công ty niêm yết với 32,1 triệu cổ phiếu được niêm yết trên toàn thị trường. Đến năm 2006, thị trường có 121 công ty niêm yết với tổng khối lượng cổ phiếu niêm yết 1.406.231.788 cổ phiếu, tăng 86 công ty so với cuối năm 2005. Sự phát triển mạnh mẽ của TTCK cùng với làn sóng vốn ngoại đổ vào nước ta khi Việt Nam trở thành thành viên của WTO từ tháng 11/2006 càng cho thấy TTCK sẽ là kênh huy động vốn hiệu quả, là một thành phần không thể thiếu trong quá trình phát triển kinh tế của đất nước. Tuy nhiên, việc dòng tiền chảy vào thị trường chứng khoán quá nhanh trong khi các yếu tố vĩ mô, các chính sách tài khóa chưa thực sự hiệu quả, cộng hưởng với cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2007-2008, không chỉ giá trị vốn hóa của thị trường sụt giảm mạnh mà tồi tệ hơn là sự phá sản của hàng loạt công ty hoạt động không hiệu quả cũng như hàng loạt các nhà đầu tư trong giai đoạn tồi tệ này. Sự sụt giảm của thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn tiếp diễn cho đến khi có những tín hiệu hồi phục vào khoảng năm 2012 – 2013 và cho đến năm 2014, thị trường chứng khoán lúc này đánh dấu bước phát triển mạnh mẽ với bình quân mỗi ngày có 123,5 triệu chứng khoán, tương đương 2.171 tỷ đồng được giao dịch, tăng 90,4% về khối lượng và 104,3% về giá trị so với năm 20131. Đến nay, sau hơn 15 năm hoạt động và phát triển, thị trường chứng khoán nói riêng và nền kinh tế Việt Nam nói chung đang đứng trước một ngưỡng cửa mới.
Với định hướng phát triển nền kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa với nền kinh tế tư nhân là động lực làm trọng, chính phủ nước ta đã có những cải cách quan trọng nhằm đảm bảo vai trò và hoạt động bền vững, an toàn, hiệu quả của thị trường chứng khoán. Trong đó, đáng kể nhất chính là sự ổn định của nền kinh tế Việt Nam, công tác bán vốn nhà nước, tiêu biểu là hai công ty lĩnh vực thực phẩm đồ uống Vinamilk và Sabeco, và không thể không kể đến triển vọng về việc nâng hạng của thị trường chứng khoán Việt Nam. Thiên thời, địa lợi, nhân hòa, các yếu tố kể trên thay nhau góp phần mang đến kết quả đáng ấn tượng với mức tăng trưởng vượt bậc 48% trong năm 2017, đóng góp 63% GDP cả nước, cùng với đó là dòng vốn ngoại không ngừng gia tăng đầu tư vào thị trường kinh tế Việt Nam2.
Đi cùng với sự phát triển của thị trường chứng khoán và nền kinh tế Việt Nam là sự cải thiện về khả năng phân tích, kiến thức của các nhà đầu tư cá nhân – chiếm phần lớn số lượng nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán. Để tạo một môi trường đầu tư cạnh tranh, công bằng, các công ty chứng khoán chiếm thị phần lớn như SSI, HSC hay VND,... cũng không ngừng phát triển các sản phẩm tư vấn như các bài phân tích, nhận định, khuyến nghị,... để mang đến cho các nhà đầu tư một thị trường thông tin đa dạng và quan trọng nhất là hỗ trợ các nhà đầu tư cải thiện tỷ suất sinh lời. Tuy nhiên, mặc dù có được các công cụ hỗ trợ tiên tiến, hiệu quả hơn, có đến 95% nhà đầu tư cá nhân là thua lỗ trên thị trường chứng khoán.
1Lê Trọng Minh tổng biên tập, Những con số đáng chú ý Thị trường Chứng khoán Việt Nam sau gần 15 năm, Báo Đầu tư, 18/03/2018
http://tinnhanhchungkhoan.vn/chung-khoan/nhung-con-so-dang-chu-y-cua-ttck-viet-nam-sau-gan-15-nam- 109706.html
2GS. Đào Nguyên Cát tổng biên tập, Chứng khoán 2018: chờ đợi sự tăng trưởng mạnh hơn, Báo điện tử Vneconomy, 18/03/2018
http://vneconomy.vn/chung-khoan-2018-cho-doi-su-tang-truong-manh-hon-20180212171856918.htm
Thế theo giả thuyết thị trường hiệu quả, giá của chứng khoán trên thị trường tài chính, đặc biệt là thị trường chứng khoán, phản ánh đầy đủ mọi thông tin đã biết và vì thế, không thể kiếm được lợi nhuận bằng cách căn cứ vào các thông tin đã biết hay những hình thái biến động của giá cả trong quá khứ 33. Tuy nhiên, điều đáng lưu ý ở thị trường chứng khoán Việt Nam là mặc dù có hơn 700 mã cổ phiếu niêm yết nhưng số lượng doanh nghiệp thực thi tốt về việc công bố thông tin đến nhà đầu tư chỉ mới khoảng 20%.
Nhận thức được sự bất cập về vấn đề trên cũng như từ sự kém hoàn thiện của thị trường chứng khoán Việt Nam, nhóm tác giả quyết định chọn đề tài “Lợi nhuận bất thường từ nhóm cổ phiếu rủi ro thấp”, với mong muốn giúp cho nhà đầu tư cá nhân thay đổi nhận thức trong việc lựa chọn nhóm cổ phiếu và xây dựng danh mục nhằm đạt tỷ suất sinh lợi cao hơn.
1.2. Tổng quan tình hình nghiên cứu và tính mới của bài nghiên cứu 1.2.1. Nghiên cứu nước ngoài
Khi giả thuyết thị trường hiệu quả ra đời vào những năm 60 của thế kỷ trước, mô hình định giá tài sản vốn CAPM ra đời vài năm sau đó do Treynor, Sharpe, Lintner và Mossin phát triển được xem là một công cụ hữu dụng trong việc xác định tỷ suất sinh lợi yêu cầu của một tài sản dựa trên rủi ro hệ thống của cổ phiếu (hệ số beta ß), lợi tức kỳ vọng của thị trường và lợi tức kỳ vọng của tài sản phi rủi ro. Đến những năm 70, ngày càng nhiều nghiên cứu ra đời để chứng minh ngược lại tính hiệu quả của mô hình CAPM, liệu có tồn tại mối quan hệ tỉ lệ nghịch giữa lãi suất và rủi ro. Và chỉ khi Haugen and Heins (1975), với công trình nghiên cứu tìm kiếm mối tương quan giữa lãi suất và rủi ro, đã xuất bản một ấn phẩm cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa rủi ro và lãi suất trên thị trường chứng khoán và trái phiếu Mỹ, giả thuyết về việc “Lợi suất bất thường từ nhóm cổ phiếu rủi ro thấp” mới dần được công chúng chú ý nhiều hơn và dần dần các bài nghiên cứu khoa học ra đời để chứng minh giả thuyết này là đúng.
Sau đó, nghiên cứu minh chứng “Lợi suất bất thường từ nhóm cổ phiếu rủi ro thấp” đáng chú ý phải kể đến nghiên cứu của Haugen và Baker (1991). Hai nhà nghiên cứu này đã xây dựng danh mục gồm 1000 cổ phiếu có vốn hóa lớn nhất trên thị trường chứng khoán Mỹ trong khoảng thời gian kéo dài gần 68 quý từ năm 1972 đến năm 1989 với giả thuyết rằng xây dựng danh mục dựa trên tỉ trọng vốn hóa thị trường sẽ có mức rủi ro thấp nhất với cùng một mức lợi nhuận kì vọng khi và chỉ khi tất cả nhà đầu tư có cùng quan điểm về rủi ro và lợi suất cho mọi cổ phiếu, nhà đầu tư có thể bán khống mà không gặp bất cứ trở ngại gì, nhà đầu tư sẽ không phải chịu thuế thu nhập trên khoản lợi nhuận từ đầu tư cổ phiếu và cơ hội đầu tư chỉ đến từ nhóm chỉ số vốn hóa đã được xây dựng. Và với kết quả của bài nghiên cứu, hai nhà nghiên cứu Haugen và Baker (1991) đã cho thấy tính không hoàn hảo của thị trường chứng khoán và đồng thời gợi ra cơ hội đầu tư mang lại tỉ suất lợi nhuận tương đồng với mức rủi ro thấp hơn so với việc xây dựng danh mục đầu tư dựa trên tỉ trọng vốn hóa nói riêng hay chỉ số Index của thị trường nói chung.
Các nhà nghiên cứu Baker, Bradley, Wurgle (2011) bằng cách thu thập dữ liệu về giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1968 đến 2008, sau đó, sắp xếp số cổ phiếu trên thành năm nhóm dựa trên mức độ biến động hay hệ số beta với độ trễ 5 năm. Kết quả cho thấy một đô la đầu tư vào nhóm cổ phiếu ít biến động nhất có giá trị là 59,55 đô la sau 41 năm. Cũng vào thời điểm đó, một đô la đầu tư vào nhóm cổ phiếu biến động cao lại chỉ còn giá trị là 58 cent.
Đồng thời, trong cùng khoảng thời gian trên, một đô la đầu tư vào nhóm cổ phiếu có beta thấp nhất cho giá trị là 60,46 đô la vào năm 2008 trong khi một đô la đầu tư vào nhóm cổ phiếu có beta cao nhất cho giá trị là 3,77 đô la. Dựa trên giả thuyết Tài chính hành vi: các nhà đầu tư thường chọn các cổ phiếu có biên độ giá lớn, đầu tư ăn may theo kiểu xổ số, cổ phiếu có thanh khoản cao sẽ thu hút nhiều nhà đầu tư hơn và việc nhà đầu tư tự tin với khả năng ra quyết định của mình; cùng với việc các nhà quản lý quỹ quan tâm đến việc mình có thể đánh bại thị trường
3Giả thuyết thị trường hiệu quả, Wikipedia, 18/03/2018
https://vi.wikipedia.org/wiki/Gi%E1%BA%A3_thuy%E1%BA%BFt_th%E1%BB%8B_tr%C6%B0%E1%BB%9D ng_hi%E1%BB%87u_qu%E1%BA%A3
